蔣曉敏周戰(zhàn)強(qiáng)張博堯

一、引言

黨的十八大以來，黨中央把脫貧攻堅擺在治國理政的突出位置。經(jīng)過8年的努力，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9 899萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧，取得了脫貧攻堅戰(zhàn)的全面勝利，這意味著存在中國數(shù)千年的絕對貧困問題得到解決。我國反貧困的戰(zhàn)略重心由解決絕對貧困轉(zhuǎn)向治理相對貧困，以鞏固拓展脫貧攻堅成果，讓脫貧基礎(chǔ)更加穩(wěn)固、成效更可持續(xù)。

我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)以及工業(yè)化、市場化進(jìn)程決定了我國的相對貧困不僅在農(nóng)村和城市同時存在，還具有流動性特征。尤其是20世紀(jì)90年代以來，我國流動人口大幅增加。2020年第七次人口普查的數(shù)據(jù)顯示，我國流動人口已達(dá)到3.76億(1)數(shù)據(jù)來源：第七次全國人口普查主要數(shù)據(jù)情況，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202105/t20210510_1817176.html。。根據(jù)原國家衛(wèi)生計生委2017年進(jìn)行的流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查，流動人口的相對貧困比例并不低，達(dá)到18.89%；在相對貧困的流動人口中，絕大多數(shù)是農(nóng)民工，其占比達(dá)到89.81%。而且受戶籍、公共福利制度、勞動市場歧視、自身教育水平和社會資源等因素的影響，流動人口較城鎮(zhèn)本地居民更易于陷入相對貧困狀態(tài)(楊洋和馬驍，2012[1]；楊舸，2017[2])。流動人口為流入地經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)，然而作為邊緣群體，其利益容易受到忽視。正確面對和解決這一群體的相對貧困問題，對于鞏固脫貧攻堅成果、縮小收入差距、實現(xiàn)共同富裕等具有重要意義。

相對貧困群體收入水平低，其發(fā)展缺少必要的資金。普惠金融立足于機(jī)會平等，把農(nóng)民、城鎮(zhèn)低收入群體等作為重點(diǎn)服務(wù)對象。它能夠匯集金融資源，降低金融服務(wù)的門檻，增加金融服務(wù)的可獲性，在消除貧困、實現(xiàn)社會公平與和諧中具有重要的作用(Beck等，2007[3]；Jones，2008[4]；李建軍等，2020[5])，但也有少數(shù)研究從金融資源配置效率、收入增長效應(yīng)異質(zhì)性角度發(fā)現(xiàn)普惠金融減貧效果有限或不明顯(Arestis和Caner，2009[6]；楊艷琳和付晨玉，2019[7])。最近幾年，隨著數(shù)字普惠金融的迅速發(fā)展，學(xué)者們開始研究數(shù)字普惠金融對貧困和相對貧困的影響(孫繼國等，2020[8]；張棟浩等，2020[9])。這些研究主要關(guān)注的是城市或農(nóng)村常住居民群體，很少專門關(guān)注規(guī)模巨大的流動人口群體。相對于本地居民，流動人口收入較低、受教育水平較低，更易受到數(shù)字鴻溝的限制(邱澤奇等，2016[10])。在這種情況下，他們能否借助數(shù)字普惠金融發(fā)展帶來的機(jī)會，提高自身的收入水平，避免或減少陷入相對貧困的可能，是在鞏固脫貧攻堅成果階段亟需認(rèn)真探討和解決的問題。

本文借助中山大學(xué)中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)、北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)和中國城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，探討了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響。結(jié)果表明數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著提高了流動人口家庭相對貧困的可能性，這一影響可能是通過減少流動人口家庭在本地的社會參與實現(xiàn)的，并且較低的家庭人力資本、缺乏社會保險會加深這一影響。本文的主要貢獻(xiàn)在于：一是著眼于已有研究很少關(guān)注的流動人口這一特殊人群的相對貧困問題，從迅速發(fā)展的數(shù)字普惠金融角度，闡釋數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響規(guī)律，豐富和拓展了相對貧困領(lǐng)域的研究；二是探討了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響機(jī)制，認(rèn)為數(shù)字普惠金融減少了流動人口家庭在本地的社會參與，進(jìn)而提高其陷入相對貧困的可能性；三是分析了人力資本和社會保險在數(shù)字普惠金融與流動人口家庭相對貧困關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，深化了對兩者關(guān)系的認(rèn)識。

二、文獻(xiàn)綜述

影響相對貧困的因素十分復(fù)雜，既有微觀因素，又有宏觀因素。在微觀層面上，個體的物質(zhì)資本、人力資本、社會資本對相對貧困有很大影響。Gustafsson和Ding(2020)[11]對2002—2013年中國城鎮(zhèn)相對貧困問題研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)機(jī)會缺乏、撫幼和養(yǎng)老負(fù)擔(dān)沉重的居民積累的物質(zhì)資本較少，更有可能陷入相對貧困的狀況。受教育程度、技能培訓(xùn)是人力資本的重要衡量標(biāo)準(zhǔn)。李實等(2020)[12]認(rèn)為不同受教育群體的相對貧困狀況存在差別，初中以上學(xué)歷勞動者的相對貧困狀況呈現(xiàn)增長的趨勢。羅明忠等(2020)[13]發(fā)現(xiàn)職業(yè)技能培訓(xùn)能夠降低農(nóng)戶的相對貧困狀況，但農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)的影響程度更高，非農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)對農(nóng)戶多維貧困的影響則更為顯著。對于貧困農(nóng)戶而言，社會網(wǎng)絡(luò)中的資源能夠為農(nóng)戶提供改善自身狀況所需要的發(fā)展能力(周曄馨和葉靜怡，2014[14])。譚燕芝和張子豪(2017)[15]認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系能夠幫助農(nóng)戶緩解融資約束，改善農(nóng)戶多維貧困的狀況。就宏觀層面而言，基本公共服務(wù)、分配制度、市場化、產(chǎn)業(yè)智能化等會影響勞動者個體或者家庭的相對貧困狀況。溫興祥和鄭子媛(2020)[16]發(fā)現(xiàn)基本公共服務(wù)過多集中在城市，存在地區(qū)和群體差異，公共服務(wù)分配不均衡，將導(dǎo)致相對貧困問題的出現(xiàn)。李永友和沈坤榮(2007)[17]認(rèn)為相對貧困問題的出現(xiàn)主要是由于財富初始分配環(huán)節(jié)中不同行業(yè)間勞動力要素價格的差異，財富分配的差距必然導(dǎo)致弱勢收入群體感到相對貧困。王春超和葉琴(2014)[18]發(fā)現(xiàn)市場化有助于促進(jìn)知識和信息的傳播，縮小貧富差距，緩解農(nóng)民工相對貧困的狀況。楊飛和范從來(2020)[19]提出產(chǎn)業(yè)智能化能夠通過創(chuàng)造新的就業(yè)機(jī)會，提高生產(chǎn)效率，改善低收入者的收入狀況，縮小收入差距，促進(jìn)中國益貧式發(fā)展。

解決貧困問題，離不開金融，尤其是普惠金融的支持。Dupas和Robinson(2013)[20]認(rèn)為普惠金融能夠匯集金融資源，使得投資和支付更加便利化，提高儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Burgess和Pande(2005)[21]認(rèn)為普惠金融能夠降低信貸門檻限制，讓更多農(nóng)民享受到低成本的金融服務(wù)，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距，緩解農(nóng)村貧困狀況。Miled和Rejeb(2015)[22]發(fā)現(xiàn)普惠金融的發(fā)展能夠增加金融產(chǎn)品和服務(wù)的可獲得性，改善居民貧困狀況。Jones(2008)[4]提出普惠金融能夠通過增加資本積累和正規(guī)借貸，改善家庭在健康、教育等方面的貧困現(xiàn)狀，提高家庭的幸福感水平。然而也有少數(shù)研究認(rèn)為普惠金融會降低金融資源配置效率，對不同收入群體的收入增加效應(yīng)存在差異，導(dǎo)致扶貧效果有限或不明顯(Arestis和Caner，2009[6]；楊艷琳和付晨玉，2019[7])。出現(xiàn)不一致結(jié)論可能是因為普惠金融對不同群體貧困狀況的影響存在差異，朱一鳴和王偉(2017)[23]研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融為高收入者帶來的收入增長效應(yīng)要大于低收入者。Kondo等(2008)[24]提出普惠金融并不能改變極端貧困者的貧困狀況。此外，普惠金融對貧困的影響并非獨(dú)立于個人生存所需的內(nèi)外部環(huán)境，Sahay和Cihak(2018)[25]認(rèn)為普惠金融的發(fā)展應(yīng)該避免在單一路徑上實現(xiàn)，“孤島心理”的存在不利于發(fā)揮普惠金融在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的積極作用。

伴隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及和數(shù)字技術(shù)的發(fā)展，數(shù)字普惠金融成為普惠金融發(fā)展的重要方向。數(shù)字普惠金融對相對貧困影響的研究開始受到關(guān)注，其影響渠道可能有信貸約束、創(chuàng)業(yè)機(jī)會、人力資本、物質(zhì)資本積累和信息鴻溝等(孫繼國等，2020[8]；張棟浩等，2020[9]；謝升峰等，2021[26])。孫繼國等(2020)[8]研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融能夠通過降低信貸門檻、增加信貸供給、化解金融風(fēng)險、增加居民創(chuàng)業(yè)來緩解相對貧困的狀況。張棟浩等(2020)[9]基于多維貧困的視角，對農(nóng)村地區(qū)的相對貧困進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融通過提高人力資本和物質(zhì)資本能夠顯著改善收入、教育、生活等方面的貧困，對健康方面的貧困影響則不顯著。而謝升峰等(2021)[26]認(rèn)為數(shù)字普惠金融會通過信息鴻溝對居民相對貧困產(chǎn)生影響，這種影響呈現(xiàn)出先升高后降低的特點(diǎn)，在數(shù)字普惠金融發(fā)展的早期，高低收入者之間的數(shù)字普惠金融使用不平衡將會帶來信息使用的鴻溝，從而提高相對貧困的狀況，但在數(shù)字普惠金融發(fā)展較高的階段，信息鴻溝將減少，居民相對貧困的狀況會相應(yīng)得到改善。

可以看出，已有文獻(xiàn)關(guān)注的主要是城市和農(nóng)村常住居民的相對貧困，對流動人口的相對貧困關(guān)注得很少。雖然國內(nèi)外關(guān)于普惠金融與貧困、多維貧困的研究較多，但數(shù)字普惠金融對相對貧困影響的研究還處于起步階段，得出的結(jié)論存在分歧，尚需要進(jìn)一步討論。因此，本文基于中山大學(xué)中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)、北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)和中國城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，探討數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響。

三、研究假設(shè)

近年來，數(shù)字普惠金融成為普惠金融的重要發(fā)展方向。與傳統(tǒng)普惠金融相比，數(shù)字普惠金融增加了金融產(chǎn)品和服務(wù)供給(Miled和 Rejeb，2015[22])，減少了金融供給方地理位置和營業(yè)時間的約束，降低了金融服務(wù)的門檻和成本(Burgess和Pande，2005[21])，提高了金融服務(wù)的可達(dá)性和可得性，能夠讓更多人有機(jī)會享受到更加便利化的金融服務(wù)。但是數(shù)字普惠金融并沒有改變自身的金融邏輯，其本質(zhì)仍然是一種商業(yè)行為，是在成本可負(fù)擔(dān)及商業(yè)可持續(xù)原則下開展的，它要求惠及對象具有必要的物質(zhì)資本、一定風(fēng)險承受能力。相對于本地居民，流動人口收入較低，擁有的物質(zhì)資本較少，抗風(fēng)險能力較弱，導(dǎo)致他們有可能缺少必要條件，無法利用數(shù)字普惠金融服務(wù)。

數(shù)字普惠金融不僅涉及資金使用風(fēng)險，還涉及網(wǎng)絡(luò)安全、信息安全等。我國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，無論在初創(chuàng)還是成長階段其所受的監(jiān)管相較于傳統(tǒng)金融較少，網(wǎng)絡(luò)安全和信息安全存在較多漏洞(唐松等，2020[27])。從2016年至2018年，全國法院審理結(jié)案的網(wǎng)絡(luò)犯罪案件在全國刑事案件中的占比呈逐年攀升的趨勢。2018年網(wǎng)絡(luò)犯罪案件量同比增加50.91%，其中網(wǎng)絡(luò)詐騙案件占比高達(dá)30%(2)數(shù)據(jù)來源：2019年最高法院發(fā)布網(wǎng)絡(luò)犯罪大數(shù)據(jù)報告以及電信網(wǎng)絡(luò)詐騙犯罪典型案例，https://www.chinacourt.org/index.php/article/detail/2019/11/id/4644045.shtml。。網(wǎng)絡(luò)安全和犯罪問題導(dǎo)致人們對于數(shù)字普惠金融的信任程度降低，使用積極性下降。與本地居民相比，流動人口利用互聯(lián)網(wǎng)投資積極性不高。根據(jù)2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，流動人口使用互聯(lián)網(wǎng)理財大都在2萬元以下，遠(yuǎn)低于本地人的投資水平。

數(shù)字普惠金融為惠及對象提供了均等的受益機(jī)會，但是并不意味著他們的受益是均等的。Sen(1999)[28]認(rèn)為貧困產(chǎn)生于對人們可行能力的剝奪。一方面，由于存在數(shù)字鴻溝，不用或者少用互聯(lián)網(wǎng)、移動通訊設(shè)備的人群沒有相關(guān)數(shù)據(jù)信息，無法或難以獲得這類金融服務(wù)。另一方面，缺少必要金融知識和素養(yǎng)的個體不太可能利用數(shù)字普惠金融帶來的受益機(jī)會。流動人口平均受教育水平僅為初中，比本地居民的要低一些，金融知識和素養(yǎng)相對缺乏，使用互聯(lián)網(wǎng)、移動通訊設(shè)備的范圍較小、頻率較低，導(dǎo)致他們與本地居民在數(shù)字普惠金融利用上存在差異，受益機(jī)會也不均等。可見，數(shù)字普惠金融面臨著一些需要金融服務(wù)的流動人口因為缺少必要的物質(zhì)資本、風(fēng)險承受能力等導(dǎo)致的“不能用”問題、因為網(wǎng)絡(luò)安全以及網(wǎng)絡(luò)詐騙導(dǎo)致的“不敢用”問題、因為存在“數(shù)字鴻溝”與金融知識及素養(yǎng)缺乏造成的“不會用”問題，導(dǎo)致流動人口在數(shù)字普惠金融的使用機(jī)會、程度、頻率、范圍等方面不及本地居民，由此帶來的收入增加也不及本地居民，拉大了他們的收入差距，導(dǎo)致流動人口更可能陷入相對貧困。因此，本文提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1：數(shù)字普惠金融顯著提高了流動人口家庭相對貧困的概率。

社會參與是社會資本的重要組成部分(陸遷和王昕，2012[29])，人們通過積極參與社會組織或團(tuán)體活動，增強(qiáng)了社會信任，拓寬了社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，獲取到更多的機(jī)會和資源，從而改善自身收入狀況。在傳統(tǒng)的社會交往過程中，流動人口面對陌生的流入地環(huán)境，為打破隔閡，盡快融入流入地，會參加各種各樣的社會組織，與他人進(jìn)行社會交往，利用社會資本帶來更多的物質(zhì)回報(Bourdieu，1984[30])。但近些年以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術(shù)的應(yīng)用和推廣，在給流動人口帶來生活便利的同時，也帶來了生活方式的巨大變革，尤其是以互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)為基礎(chǔ)的數(shù)字普惠金融的發(fā)展，一方面為流動人口提供了更加靈活多樣的資金使用方式，使得他們突破了傳統(tǒng)金融的限制，降低了傳統(tǒng)私人借貸行為發(fā)生的可能性(吳雨等，2020[31])，也打破了在資金獲取上對傳統(tǒng)關(guān)系的依賴。他們將較多時間用于信息的搜尋和識別上，在社會交往中更有針對性地選擇“朋友圈”，減少了對本地線下社會組織或團(tuán)體活動的參與(Kraut等，1998[32]； McPherson等，2006[33])。另一方面，網(wǎng)絡(luò)詐騙案件頻發(fā)，人們之間的信任程度下降，流動人口在本地參與社會團(tuán)體或組織活動方面變得更為謹(jǐn)慎。這不利于流動人口在本地構(gòu)建新型社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，擴(kuò)大其社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和異質(zhì)性，不利于他們獲得更多的收入，有可能陷入相對貧困的狀況。因此，本文提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2：數(shù)字普惠金融降低了流動人口在本地的社會參與程度，從而提高了其家庭相對貧困的概率。

教育是人力資本投資的重要形式，受教育水平的差別會影響流動人口對數(shù)字普惠金融的利用程度(邱澤奇等，2016[10])。一般來說，受教育水平越高的個體具備更高的學(xué)習(xí)理解能力，花費(fèi)較少的精力和成本就能夠了解互聯(lián)網(wǎng)、金融等知識，更傾向利用網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)資本的積累(DiMaggio和Hargittai，2001[34])，而且他們對風(fēng)險的抵御能力更強(qiáng)(彭澎和徐志剛，2021[35])，能利用金融資源更好地為自己服務(wù)(Maladonado和González-Vega，2008[36]； Ligon和Schechter，2003[37])，提高其收入水平，這擴(kuò)大了不同受教育水平流動人口使用數(shù)字普惠金融帶來的收入差距，導(dǎo)致受教育水平較低的流動人口家庭陷入相對貧困的可能性更大。因此，本文提出研究假設(shè)3。

假設(shè)3：較低的人力資本水平加劇了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響。

社會保險主要包括養(yǎng)老、醫(yī)療、工傷、失業(yè)和生育保險。根據(jù)中山大學(xué)中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)，上述五險全部參加的受訪流動人口僅占8.85%，可見流動人口社會保險的參與程度較低。社會保險能夠有效化解風(fēng)險，實現(xiàn)風(fēng)險分擔(dān)(Walker，2005[38])，具有收入維持的功能，能夠有效克服家庭生存環(huán)境的脆弱性，阻止收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，實現(xiàn)社會公平(李棉管和岳經(jīng)綸，2020[39])。一方面，擁有社會保險的流動人口能夠借助社會的力量有效分散風(fēng)險，避免因疾病或意外事故沖擊所導(dǎo)致的生產(chǎn)性投資和人力資本投資下降(Hamid等，2011[40])，更有條件利用數(shù)字普惠金融，發(fā)揮數(shù)字普惠金融低門檻、金融產(chǎn)品和服務(wù)易獲得的優(yōu)勢，抓住更多機(jī)會，提高收入水平(謝絢麗等，2018[41])，降低陷入相對貧困的可能性。另一方面，擁有社會保險的流動人口，能夠有效保持健康，增加勞動力供給(Fogel，1994[42])，獲得穩(wěn)定的收入來源，利用數(shù)字普惠金融所帶來的機(jī)會，有效提高收入水平，更有可能擺脫相對貧困。因此，本文提出研究假設(shè)4。

假設(shè)4：社會保險的缺乏加劇了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響。

四、數(shù)據(jù)、變量及模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源有三種：一是流動人口數(shù)據(jù),來自中山大學(xué)中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)。該數(shù)據(jù)于2011年開始試調(diào)查，2012年開啟正式調(diào)查，之后每兩年進(jìn)行一次，采用PPS抽樣和輪換樣本追蹤調(diào)查的方式，覆蓋中國29個省份(除港澳臺、西藏、海南外)。該調(diào)查涉及受訪者的個人、家庭、村居三個層面，包含受訪者的基本情況、教育、工作、遷移、健康、社會參與、經(jīng)濟(jì)活動、基層組織等領(lǐng)域，能夠較好地反映中國劇烈變遷的社會現(xiàn)狀。本文使用的是2012、2014、2016年勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)中的流動人口家庭面板數(shù)據(jù)。二是數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù),來自北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)。該數(shù)據(jù)是由北京大學(xué)金融研究中心和螞蟻金服集團(tuán)從2011年開始采用無量綱化的方法聯(lián)合編制，覆蓋中國31個省份、337個地級市以及2 800個縣域城市(除港澳臺外)。它包含數(shù)字金融覆蓋廣度、使用深度和普惠金融數(shù)字化程度3個子維度，共計33個具體指標(biāo)，能夠較好地反映數(shù)字普惠金融的發(fā)展?fàn)顩r。三是城市層面統(tǒng)計數(shù)據(jù)來自1985、2012、2014、2016年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。本文將2011、2013、2015年城市數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)分別與2012、2014、2016年勞動力動態(tài)調(diào)查及城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。經(jīng)過數(shù)據(jù)的清洗和處理，共得到有效樣本量3 560個。

結(jié)合所用數(shù)據(jù)，本文將流動人口界定為戶籍所在區(qū)(縣、市)鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道以外居住的人員，戶主的居住地和戶口所在地不一致的家庭為流動人口家庭。

(二)變量及其描述性統(tǒng)計

1.因變量。

本文的因變量是相對貧困。關(guān)于相對貧困的衡量，大多數(shù)研究傾向使用人均可支配收入中位數(shù)或平均數(shù)的40%、50%或者60%作為相對貧困線(Fuchs，1969[43]；World Bank，2001[44])。收入中位數(shù)的設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)不易受到收入兩端人群的影響，結(jié)果較為穩(wěn)健(Preston，1995[45]； Gottlieb 和Fruman，2011[46]；李實等，2020[12])，但使用收入中位數(shù)的多大比例合適尚無一致結(jié)論。若比例過高，則需要脫貧的個人或家庭相對較多，給政府帶來的壓力相對較大，若比例較低，則政府短期脫貧的壓力相對較小(李實等，2020[12])，達(dá)不到使盡可能多的貧困人口脫貧的目標(biāo)。考慮到我國城鄉(xiāng)一體化趨勢，本文將各城市家庭人均收入中位數(shù)50%作為相對貧困線，若問卷中流動人口家庭人均收入處于各城市家庭人均收入中位數(shù)的50%以下，則相對貧困設(shè)置為1，否則設(shè)置為0。樣本中，大約有19.75%的流動人口家庭處于相對貧困的狀況。

2.核心自變量。

本文的核心自變量是數(shù)字普惠金融。參考已有文獻(xiàn)(謝絢麗等，2018[41]；張勛等，2019[47]；吳雨等，2020[31])，本文利用數(shù)字普惠金融指數(shù)作為該變量的衡量指標(biāo)。為深入研究數(shù)字普惠金融的影響，本文也利用數(shù)字普惠金融指數(shù)的子維度即數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度、普惠金融數(shù)字化程度做了進(jìn)一步分析。因該指數(shù)采用無量綱化的標(biāo)準(zhǔn)，為方便處理，本文將該指數(shù)及其子維度都使用了除以100的處理方法。

3.中介變量。

社會參與。戶主是家庭收入的主要貢獻(xiàn)者，本文將戶主在本地社會參與作為家庭社會參與的代理指標(biāo)。根據(jù)問卷中的問題，將戶主在本地“居委會、社工機(jī)構(gòu)、業(yè)主委員會、休閑/娛樂/體育俱樂部/沙龍、學(xué)習(xí)/培訓(xùn)機(jī)構(gòu)、同鄉(xiāng)會、宗親組織、公益/社會組織/志愿者團(tuán)體、宗教組織”等社團(tuán)或社會組織參與狀況設(shè)置為計數(shù)變量，若在本地社會團(tuán)體或組織參與數(shù)量每增加一個，該變量分?jǐn)?shù)增加1，分?jǐn)?shù)越高，表明該戶主社會參與程度越高。樣本中家庭平均參與1個社會組織，社會參與程度較低。

4.調(diào)節(jié)變量。

(1)人力資本。以受教育程度為主的人力資本積累能夠改善勞動力質(zhì)量，提高勞動者的市場競爭力(邱澤奇等，2016[10])。本文根據(jù)流動人口家庭的平均受教育程度衡量人力資本，若其處于初中及其以下，則人力資本變量設(shè)置為1，否則設(shè)置為0。樣本中流動人口家庭的人力資本水平較低，大約有55.56%的家庭平均受教育程度處于初中及以下。

(2)社會保險。參加社會保險能夠幫助流動人口避免因疾病、意外事故、失業(yè)等陷入貧困的風(fēng)險，是一個家庭抗風(fēng)險能力的重要衡量標(biāo)準(zhǔn)(Akotey和Adjasi，2014[48]；劉子寧等，2019[49])。根據(jù)問卷中的問題，若作為家庭主要勞動力收入來源的戶主沒有參與醫(yī)療、養(yǎng)老或者其他任一類社會保險，則社會保險參與變量設(shè)置為1，否則設(shè)置為0。樣本中大約有17.33%的流動人口尚未參與任何社會保險，流動人口的生存環(huán)境較為脆弱。

5.控制變量。

參考已有文獻(xiàn)，本文控制了戶主個人基本特征、家庭特征和城市特征三類變量。其中戶主個人基本特征變量包括戶主性別、婚姻狀況、健康狀況等。若戶主為男性，則戶主性別變量為1，否則為0。樣本中男性戶主多于女性戶主，其占比高達(dá)77.47%。若戶主已婚或再婚，則戶主婚姻狀況變量為1，否則為0。樣本中已婚或再婚的戶主占比為83.12%。戶主的健康狀況分為非常不健康、比較不健康、一般、健康、非常健康，分別賦值為0、1、2、3、4。樣本中戶主的平均健康狀況較好。家庭特征變量包括家庭人口規(guī)模、老年撫養(yǎng)比、家庭勞動力平均年齡、家庭勞動力平均年齡平方、家庭收支比等變量。流動人口家庭規(guī)模平均為3.33人。老年撫養(yǎng)比為家庭64歲以上人口數(shù)在家庭15～64歲勞動力總?cè)丝跀?shù)中的占比。樣本中流動人口家庭的老年撫養(yǎng)比為10.48%。流動人口家庭勞動力較為年輕，平均為37歲。家庭收支比為家庭總收入占家庭總支出的比重，樣本中大多數(shù)流動人口家庭一半以上的收入用于支出。城市特征變量包括金融水平、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、外商投資比重、每萬人醫(yī)生人數(shù)等變量。金融發(fā)展水平為各城市年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP的比重，樣本中各城市金融投資額較高，金融發(fā)展水平相對較好。第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重為各城市第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，樣本中第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)較高，占比達(dá)51.43%。外商投資比重為外商固定資產(chǎn)投資額在GDP中的占比，樣本中外商固定資產(chǎn)投資積極性較高，占比約為28.73%。每萬人中醫(yī)生人數(shù)為各城市醫(yī)生人數(shù)在總?cè)丝谥械恼急?，樣本中醫(yī)生人數(shù)相對缺乏，醫(yī)療資源不足，每萬人中平均擁有43名醫(yī)生。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(三)模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型。

由于流動人口家庭相對貧困是虛擬變量，本文設(shè)定了下列Probit模型分析數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響。

Prob(povertyit=1)=Φ(βfinanceit+Xitγ+δi+τt)

(1)

其中，povertyit表示第i個家庭在t時期的相對貧困狀況，financeit為第i個家庭所在城市t時期的數(shù)字普惠金融發(fā)展?fàn)顩r，Xit為戶主個人基本特征、家庭特征、城市特征等控制變量向量，δ為城市固定效應(yīng)，τ為年份固定效應(yīng)，β、γ是系數(shù)項。

2.中介效應(yīng)模型。

為研究數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響機(jī)制，根據(jù)Baron和Kenny(1986)[50]提出的方法，本文用模型(1)與下面模型(2)和(3)構(gòu)建了中介效應(yīng)模型：

mediumit=γ0+γ1financeit+Xitγ2+δi+τt+σit

(2)

Prob(povertyit=1)=Φ(φ1mediumit+φ2financeit

+Xitφ3+δi+τt)

(3)

其中，mediumit為第i個家庭戶主在t時期本地的社會參與。γ0、γ1、γ2、φ1、φ2、φ3為系數(shù)項，σit為隨機(jī)誤差項。其他變量說明同模型(1)。在β顯著的情況下，若γ1和φ1顯著且符號為正，說明存在顯著中介效應(yīng)；若γ1和φ1至少有一個不顯著，用Bootstrap法檢驗零假設(shè)γ1φ1=0，拒絕該零假設(shè)說明存在顯著中介效應(yīng)，否則中介效應(yīng)不顯著(溫忠麟和葉寶娟，2014[51])。如果社會參與在數(shù)字普惠金融與流動人口家庭相對貧困之間發(fā)揮中介效應(yīng)，就說明數(shù)字普惠金融通過流動人口的社會參與對其相對貧困產(chǎn)生影響。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。

為分析數(shù)字普惠金融與流動人口家庭相對貧困的關(guān)系是否受到調(diào)節(jié)變量的影響，根據(jù)Baron和Kenny(1986)[50]的研究，本文設(shè)定了調(diào)節(jié)效應(yīng)模型(4)：

Prob(povertyit=1)=Φ(βfinanceit+ηadjustit

+λfinanceit×adjustit+Xitγ+δi+τt)

(4)

其中，adjustit表示第i個家庭在t時期的調(diào)節(jié)變量人力資本或社會保險，financeit×adjustit為第i個家庭在t時期核心解釋變量數(shù)字普惠金融與調(diào)節(jié)變量的交互項，η，λ為系數(shù)項，其他變量說明同模型(1)。

五、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表2報告了基準(zhǔn)模型即Probit模型的回歸結(jié)果。作為對照，在該表中也報告了OLS模型的估計結(jié)果。其中，列(1)是僅保留數(shù)字普惠金融和城市及年份固定效應(yīng)的Probit回歸結(jié)果；列(2)、列(3)是逐步加入戶主個人基本特征、家庭特征、城市特征變量的Probit回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)隨著控制變量的不斷加入，數(shù)字普惠金融顯著提高了流動人口家庭陷入相對貧困的概率；列(4)～列(6)為相應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，估計的數(shù)字普惠金融系數(shù)顯著性和方向與Probit結(jié)果一致，結(jié)果較為穩(wěn)健。這驗證了假設(shè)1。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

從控制變量來看，相對于未婚的戶主，已婚戶主的配偶也能夠分擔(dān)相應(yīng)的家庭責(zé)任，降低了家庭相對貧困發(fā)生的可能性。戶主的健康狀況越好，越容易獲得持久穩(wěn)定的收入來源，降低了家庭因病致貧或因病返貧的可能性。家庭人口規(guī)模越大，需要操心和承擔(dān)的事情也就越多，生活成本支出也就越大，陷入相對貧困的可能性也就越高。年齡對相對貧困的影響呈倒U型，家庭勞動力平均年齡越大，積累的資源和社會資本也就越多，收入狀況相對較好，有助于降低家庭相對貧困發(fā)生的可能性，但當(dāng)勞動者達(dá)到一定年齡，他們在勞動力市場中的競爭力將會逐漸下降，收入狀況惡化，從而增加了家庭相對貧困發(fā)生的可能性。家庭收支比越高，表明家庭中的收入越能滿足維持基本生活所需要的生存需求，有較強(qiáng)的風(fēng)險承擔(dān)能力，從而降低流動人口家庭發(fā)生相對貧困的可能性。外商投資比重越高，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越好，人們之間的收入差距越大，提高了流動人口家庭發(fā)生相對貧困的可能性。

(二)歸因分析：基于數(shù)字普惠金融收入效應(yīng)的視角

數(shù)字普惠金融打破了傳統(tǒng)金融的限制，降低了人們獲取資金的門檻，為他們提供更多的就業(yè)或者創(chuàng)業(yè)機(jī)會，促進(jìn)其收入水平的增加，但數(shù)字普惠金融要求人們具備一定的物質(zhì)資本、金融素養(yǎng)和風(fēng)險承擔(dān)能力。流動人口與本地居民在受教育程度、金融素養(yǎng)、社會資本、就業(yè)或創(chuàng)業(yè)機(jī)會、風(fēng)險承受能力等方面存在較大差距，數(shù)字普惠金融對流動人口和本地居民家庭的收入效應(yīng)存在差別，這可能導(dǎo)致流動人口家庭陷入相對貧困。有鑒于此，本文以家庭收入的對數(shù)為因變量，對數(shù)字普惠金融和上述控制變量進(jìn)行回歸估計，結(jié)果見表3中列(1)～列(3)?？梢园l(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對本地居民家庭收入增加效應(yīng)較為明顯，但對流動人口家庭收入的影響并不顯著。因此數(shù)字普

表3 數(shù)字普惠金融收入效應(yīng)的回歸結(jié)果

惠金融擴(kuò)大了流動人口和本地居民之間的收入差距，抬高了相對貧困的標(biāo)準(zhǔn)，提高了流動人口家庭陷入相對貧困的可能性。

(三)中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

數(shù)字普惠金融利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，提高金融服務(wù)可得性，降低金融服務(wù)門檻和交易成本，增加居民獲得金融產(chǎn)品機(jī)會，但這需要使用者花費(fèi)更多的時間對相關(guān)互聯(lián)網(wǎng)、金融信息進(jìn)行搜尋和識別。利用互聯(lián)網(wǎng)時間的增加擠出了流動人口線下參與社會組織和活動的時間(Putnam，2000[52]；陳福平等，2018[53])，減少了他們在本地的社會參與，弱化了原本比本地居民要弱的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，較難利用在本地的社會網(wǎng)絡(luò)獲取更高、更穩(wěn)定的收入，容易使他們陷入相對貧困的狀況。表4中列(1)～列(3)是將社會參與作為中介變量的Probit回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)列(2)中數(shù)字普惠金融對社會參與的影響顯著為負(fù)；將社會參與放入列(3)，發(fā)現(xiàn)它與數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響均顯著，表明面對數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展，流動人口在線上花費(fèi)時間增加，使得他們線下社會參與減少，增加了他們陷入相對貧困的可能性。列(4)～列(6)相應(yīng)的OLS回歸結(jié)果也得出同樣的結(jié)論。這驗證了假設(shè)2。

表4 中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

(四)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

1.人力資本。

數(shù)字普惠金融要求人們具備一定的知識儲備和學(xué)習(xí)能力，勞動者受教育水平的差異將會影響數(shù)字普惠金融的使用差別。表5中列(1)和列(3)是將人力資本作為數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困影響調(diào)節(jié)變量的Probit和OLS回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融與人力資本交互項系數(shù)的估計結(jié)果顯著為正，表明家庭平均較低的受教育狀況加深了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響，驗證了假設(shè)3。數(shù)字普惠金融雖然能夠增加金融資源的可得性、緩解資金約束、激發(fā)交易活力，但如果沒有相應(yīng)的教育水平作為支撐，它帶來的收入增加效應(yīng)較小，這將擴(kuò)大不同教育水平流動人口的收入差距，提高較低教育水平流動人口陷入貧困的可能性。

2.社會保險。

社會保險能夠影響個體的風(fēng)險承受能力以及當(dāng)前可以使用的收入數(shù)量，進(jìn)而影響其利用數(shù)字普惠金融帶來的獲利機(jī)會和程度。表5中列(2)和列(4)是將社會保險作為數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困影響調(diào)節(jié)變量的Probit和OLS回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融與社會保險交互項的系數(shù)顯著為正，表明缺乏社會保險加深了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響，驗證了假設(shè)4。社會保險的缺乏，會使流動人口更多地暴露在風(fēng)險之中，變得更加謹(jǐn)慎，減少了利用數(shù)字普惠金融改善收入的機(jī)會，從而加深數(shù)字普惠金融對流動人口相對貧困的影響。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

(五)異質(zhì)性回歸結(jié)果

上述回歸分析表明，數(shù)字普惠金融會影響流動人口家庭相對貧困狀況，但這種影響在不同戶籍類型、不同流入地類型、不同金融監(jiān)管強(qiáng)度的地區(qū)之間是否存在差異，還需要進(jìn)一步分析。

1.基于戶籍類型的分組分析。

按照流動人口戶主的戶籍，可將流動人口家庭分為非農(nóng)戶籍和農(nóng)業(yè)戶籍流動人口家庭。若流動人口戶主的戶籍類型為非農(nóng)業(yè)，則為非農(nóng)戶籍流動人口家庭。若流動人口戶主的戶籍類型為農(nóng)業(yè)，則為農(nóng)業(yè)戶籍流動人口家庭。兩組人口在受教育程度、社會保障、勞動力價格等方面存在較大差異，導(dǎo)致數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響存在差別。為分析數(shù)字普惠金融對不同戶籍類型流動人口家庭相對貧困的影響是否存在差異，本文基于戶籍類型將樣本分組回歸。表6中列(1)、(2)、(7)、(8)分別給出了Probit和OLS回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對農(nóng)業(yè)戶籍流動人口家庭相對貧困的影響顯著，但對非農(nóng)戶籍流動人口家庭相對貧困的影響不顯著，這可能是因為相對而言，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口與本地居民的受教育程度、薪酬水平、社保參與等差距較大，他們利用數(shù)字普惠金融產(chǎn)生的收入效應(yīng)較小，從而更易陷入相對貧困狀態(tài)。

2.基于流入地類型的分組分析。

不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場開放程度、勞動者人力資本存在差距，這可能對流動人口家庭相對貧困的影響存在差別。為研究數(shù)字普惠金融對不同流入?yún)^(qū)域流動人口家庭相對貧困的影響是否存在差別，本文將樣本分為東部和中西部兩組估計。表6列(3)、列(4)給出了Probit回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融對東部地區(qū)流動人口家庭相對貧困的影響較大。對分組回歸后的組間差異進(jìn)行檢驗發(fā)現(xiàn)，兩組差異在10%的顯著性水平上顯著。這可能是因為相對于中西部地區(qū)，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，市場機(jī)會更多，本地居民受教育水平較高，對市場機(jī)會更為敏感，對數(shù)字普惠金融接受和利用度也較高，獲取的收益更大，從而造成流入東部地區(qū)的流動人口陷入相對貧困的概率更大。列(9)、列(10)為相應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，所得結(jié)論與Probit模型的類似。

3.基于金融監(jiān)管強(qiáng)度的分組分析。

我國數(shù)字普惠金融發(fā)展迅速，但是由于金融監(jiān)管制度不健全、不完善，不同地區(qū)的金融監(jiān)管強(qiáng)度存在差異，由此可能導(dǎo)致數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響存在差別。為分析不同金融監(jiān)管強(qiáng)度情況下數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響是否存在差別，本文借鑒唐松等(2020)[27]將省級金融監(jiān)管支出/金融業(yè)增加值作為各地區(qū)金融監(jiān)管強(qiáng)度的做法，基于金融監(jiān)管強(qiáng)度的中位數(shù)將樣本分為金融監(jiān)管較強(qiáng)和金融監(jiān)管較弱兩組。表6中列(5)、(6)、(11)、(12)分別給出了Probit和OLS回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融對金融監(jiān)管較弱地區(qū)的流動人口家庭相對貧困的影響較為顯著，對金融監(jiān)管較強(qiáng)地區(qū)的流動人口家庭相對貧困則沒有顯著影響。這可能是由于相對于金融監(jiān)管較強(qiáng)的地區(qū)，金融監(jiān)管較弱地區(qū)對數(shù)字普惠金融的監(jiān)管較不完善，網(wǎng)絡(luò)安全和信息安全存在較多漏洞，流動人口對數(shù)字普惠金融“不敢用”的問題較為突出，從而使得流動人口家庭較難借助數(shù)字普惠金融增加收入，提高了他們陷入相對貧困的概率。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

(六)內(nèi)生性分析與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性分析。

在分析數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困影響時，本文使用的是地區(qū)層面的數(shù)字普惠金融變量，單個流動人口家庭相對貧困不太可能反向影響數(shù)字普惠金融，但是可能存在因遺漏村居條件、勞動力自身能力等變量和變量測量誤差而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。為解決可能的內(nèi)生性問題，本文使用工具變量的方法進(jìn)行估計。本文選取的工具變量分別為《中國城市統(tǒng)計年鑒》中各城市1984年郵電局?jǐn)?shù)量(黃群慧等，2019[54]；趙濤等，2020[55])和上一年各城市固定電話用戶數(shù)。

郵電局是辦理郵政和電信業(yè)務(wù)的機(jī)構(gòu)。在1998年郵政和電信實現(xiàn)分營之前，固定電話的安裝和使用通過郵電局來完成。固定電話接入是早期互聯(lián)網(wǎng)走進(jìn)人們視野的重要方式，固定電話的發(fā)展推動了互聯(lián)網(wǎng)的普及和應(yīng)用。數(shù)字普惠金融的發(fā)展依賴于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)及其應(yīng)用。因此郵電局的分布與互聯(lián)網(wǎng)使用進(jìn)而與數(shù)字普惠金融的發(fā)展有關(guān)。而歷史上郵局的分布對于流動人口家庭相對貧困是難以產(chǎn)生影響的，滿足排他性的要求。隨著電信技術(shù)的發(fā)展，固定電話的使用逐漸式微，方便、多樣化、多元化的移動通信方式得到普及和推廣(趙濤等，2020[55])，我們已經(jīng)由固定電話時代進(jìn)入移動通信的時代，這進(jìn)一步推動了互聯(lián)網(wǎng)的普及與應(yīng)用，促進(jìn)了數(shù)字普惠金融的發(fā)展，同時固定電話的使用狀況并不會直接影響流動人口家庭的相對貧困狀況，滿足排他性的要求。但1984年郵局?jǐn)?shù)量是截面數(shù)據(jù)，本文借鑒Nunn 和 Qian(2014)[56]、黃群慧等(2019)[54]的方法，將1984年郵電局?jǐn)?shù)量和上一年全國移動通信使用量(與時間有關(guān))的交互項作為工具變量。

表7中列(1)、列(2)是將各城市1984年郵電局?jǐn)?shù)量和上一年各城市固定電話用戶數(shù)作為工具變量的Probit回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為相應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)第一階段回歸中1984年郵電局?jǐn)?shù)量對數(shù)字普惠金融的影響顯著且為正，而上一年各城市固定電話用戶數(shù)對數(shù)字普惠金融的影響顯著為負(fù)，這表明歷史上郵局?jǐn)?shù)量能夠通過影響人們的互聯(lián)網(wǎng)使用習(xí)慣，促進(jìn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展，而當(dāng)前固定電話使用下降的趨勢，也驗證了在互聯(lián)網(wǎng)影響下移動支付的發(fā)展是促進(jìn)數(shù)字普惠金融發(fā)展的重要推手。Wald檢驗和Sargan檢驗的結(jié)果分別拒絕了“弱工具變量”和“過度識別”的原假設(shè)。第二階段的回歸系數(shù)表明，數(shù)字普惠金融顯著提高了流動人口家庭相對貧困的概率，與這一結(jié)果相比，表2中列(3)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果低估了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響。

表7 工具變量回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗。

本文采用以下三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：第一種方法為替代核心被解釋變量，Gottlieb 和 Fruman(2011)[46]、李實等(2020)[12]認(rèn)為中位數(shù)收入的40%或60%也能較好地體現(xiàn)家庭相對貧困狀況。將家庭平均收入的40%、60%分別設(shè)置為相對貧困標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)造核心被解釋變量替代變量進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。第二種方法為控制本地村居固定效應(yīng)進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗。不同村居的環(huán)境及治理機(jī)制可能存在差異，導(dǎo)致數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響存在差別。本文進(jìn)一步控制了村居固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。第三種方法為使用子樣本進(jìn)行回歸。未就業(yè)者可能使家庭相對貧困的估計結(jié)果有偏，根據(jù)問卷中戶主的就業(yè)狀態(tài)，將“未工作”“退休”“失業(yè)/下崗”“喪失勞動能力”等流動人口從樣本中刪掉，僅保留有工作的流動人口作為子樣本1進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。另外，本文將戶主在戶籍所在區(qū)(縣、市)以外地區(qū)居住半年以上的流動人口家庭作為子樣本2進(jìn)行回歸，可以看出數(shù)字普惠金融系數(shù)的顯著性和方向與前述基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致(3)受篇幅所限，穩(wěn)健性分析結(jié)果未在文中列出，感興趣的讀者可向作者索要。。這些檢驗結(jié)果說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

(七)進(jìn)一步分析：數(shù)字普惠金融子維度的回歸結(jié)果

數(shù)字普惠金融主要由覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度三個子維度構(gòu)成，其中覆蓋廣度是由互聯(lián)網(wǎng)支付賬號和綁卡銀行賬戶數(shù)來體現(xiàn)的，使用深度主要涉及支付、信貸、保險、投資和征信等服務(wù)，數(shù)字化程度則將借款利率成本和便利化程度考慮在內(nèi)。各子維度對流動人口家庭相對貧困的影響可能存在差別。本文分別利用數(shù)字普惠金融的三個子維度和前述控制變量與流動人口家庭相對貧困進(jìn)行回歸，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的子維度使用深度、數(shù)字化程度顯著提高了流動人口家庭相對貧困的可能性，而覆蓋廣度對流動人口家庭相對貧困的影響不顯著。(4)受篇幅所限，數(shù)字普惠金融子維度的回歸結(jié)果未在文中列出，感興趣的讀者可向作者索要。這可能是因為不受地域限制的使用深度和低成本、低門檻的數(shù)字化程度，雖然拓寬了家庭借貸、交易和投資的渠道，但與本地居民相比，流動人口家庭收入水平較低、教育水平較低、社會資本較少、社會保險缺乏、生存環(huán)境脆弱，限制了他們利用數(shù)字普惠金融帶來的擴(kuò)大收入機(jī)會，在一定程度上提高了他們陷入相對貧困的可能性。

六、結(jié)論與建議

我國脫貧攻堅已經(jīng)取得了決定性勝利，然而人民日益增長的美好生活需要和發(fā)展不充分、不平衡之間的矛盾依然存在，相對貧困是當(dāng)前乃至未來較長時間內(nèi)我國需要解決的重要問題。本文使用北京大學(xué)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)、中山大學(xué)中國勞動力動態(tài)調(diào)查和中國城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析了數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響。結(jié)果表明：(1)數(shù)字普惠金融顯著提高了流動人口家庭相對貧困的可能性，因為它擴(kuò)大了流動人口和本地居民之間的收入差距；(2)數(shù)字普惠金融對于流動人口家庭相對貧困的影響是通過減少他們在本地的社會參與實現(xiàn)的；(3)較低的家庭人力資本水平、缺乏社會保險加深了數(shù)字普惠金融的影響，使得流動人口家庭陷入相對貧困的可能性顯著提高；(4)數(shù)字普惠金融對流動人口家庭相對貧困的影響因戶籍、流入地類型、金融監(jiān)管強(qiáng)度而存在差異，對農(nóng)業(yè)戶籍、流入東部地區(qū)、金融監(jiān)管較弱地區(qū)的流動人口家庭相對貧困影響較大；(5)數(shù)字普惠金融的子維度使用深度、數(shù)字化程度能夠顯著提高流動人口家庭相對貧困的可能性，而覆蓋廣度的影響不明顯。

上述結(jié)論為減輕流動人口家庭相對貧困提供了思路。流動人口受教育水平較低，金融素養(yǎng)和技能缺乏，抗風(fēng)險能力較差，與本地人之間存在使用數(shù)字普惠金融的差異，帶來了新的貧富分化。因此，政府應(yīng)加強(qiáng)對金融市場監(jiān)管，防范和打擊網(wǎng)絡(luò)詐騙犯罪，營造健康安全的數(shù)字普惠金融發(fā)展環(huán)境；努力縮小不同人群在數(shù)字普惠金融使用上的數(shù)字鴻溝，提升流動人口的知識技能水平，改善流動人口因受教育水平較低、金融素養(yǎng)缺乏導(dǎo)致的數(shù)字普惠金融使用差異，發(fā)揮數(shù)字普惠金融在借貸中低門檻的優(yōu)勢，提高流動人口的收入水平，縮小流動人口與本地居民的收入差距，降低其相對貧困的可能性；進(jìn)一步推進(jìn)社保制度改革，用好稅收和轉(zhuǎn)移支付等手段，增加社保支出，實現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)療、養(yǎng)老等公共服務(wù)的接軌，提高流動人口社保參與度，增強(qiáng)其風(fēng)險承擔(dān)能力，避免流動人口家庭出現(xiàn)因?qū)W、因病、因意外事故或短期收入下降致貧的狀況。